綠色科技創新對實體經濟發展影響的動態互動分析

卓志衡 侯玉巧 汪發元

摘 要：文章基于湖北省1990-2017年的數據，運用VAR模型對綠色科技創新與實體經濟發展的動態互動進行分析。結果顯示，發明專利授權數量、新型專利授權數量與經濟發展存在正向協整關系;發明專利授權數量對實體經濟發展有長期的正向影響，新型專利授權數量對實體經濟發展先有正向影響作用，后又逐漸減弱并轉為負向沖擊作用;發明專利授權項和新型專利授權數量對實體經濟發展具有時滯性。因此，應加大綠色科技創新投入，創新綠色科技投入機制;加大對實體經濟扶持力度，引導實體經濟綠色發展;推動綠色創新技術運用，降低綠色創新投資風險。

關鍵詞：綠色科技創新;實體經濟發展;VAR模型

中圖法分類號：F202? ? ? ? ? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? ? ? ? ? ?DOI：10.19679/j.cnki.cjjsjj.2019.0318

黨的十九大報告指出，我們建設的現代化是人與自然和諧共生的現代化，既要創造更多的物質財富和精神財富以滿足人民日益增長的美好生活需要，也要提供更多優質綠色產品以滿足人民日益增長的優美生態環境需要[1]。近年來，中國實體經濟快速增長，隨著產業快速發展的同時帶來的卻是資源的快速衰竭、環境的嚴重污染，加快實體經濟的轉型升級迫在眉睫。綠色科技創新作為一項重點突出綠色環保的新型創新方法，不僅可以實現傳統技術創新帶來的經濟增長，還有利于保護環境、提高資源利用率[2]。隨著我國政府和公眾對環保的日益重視，綠色科技創新已成為研究的熱點，并為我國實體經濟的發展提供了支持。因此，在建設現代化經濟體系的背景下，研究綠色科技創新對實體經濟發展影響的動態互動分析具有重要意義。

綠色發展已經成為時代的主旋律，綠色技術創新的影響因素成為重要的研究課題。Wakeford等從企業角度研究發現綠色技術創新是提高競爭力的主要原因，減少環境影響和制定環境法規是激勵綠色技術創新最重要的因素[3]。彭瑜欣等認為對資源型產業綠色技術創新而言，政策因素的資金支持和環境管制、市場因素的市場需求和銷售績效對綠色技術創新存在顯著的正向影響，金融因素對綠色技術創新也存在一定的正向影響[4]。周晶淼等從綠色技術創新的類型方面研究發現偏于生產的綠色技術創新導向下社會生產力強勁但存在氣候環境惡化風險，偏于減排的綠色技術創新導向下氣候反饋經濟損失小但存在增長動力匱乏風險，二者雖均可實現長期的綠色增長，但中性的綠色技術創新導向會更穩妥;偏于生產的綠色技術創新導向下人均消費變化率在短期內會顯著提升[5]。關于綠色科技創新與實體經濟增長的關系研究成果比較豐富，但研究結論尚未統一。第一種觀點認為綠色科技創新是經濟發展的動力源泉。約瑟夫·熊彼特在《經濟發展的理論》一書中首次提出了“創新理論” ，認為經濟發展是通過經濟體系內部的科技創新來實現的，強調了科技創新在經濟發展過程中的作用，將科技創新看成是經濟發展的一個最重要的因素[6]。李翔等認為科技創新是促進經濟增長的穩定動力，并且科技創新和產業結構高級化與經濟增長均存在正U型關系[7]。另一種觀點認為科技創新未必一定能拉動經濟增長。豆建春等將技術創新區分為產品創新和效率型技術進步，發現只有產品創新可使人均收入增長率收斂于勞動產出增長率，而效率型技術進步傾向于提高人口增長率，拉低人均收入增長率，使經濟增長趨于停滯[8]。

縱觀已有研究，對于綠色科技創新、實體經濟發展的研究成果頗豐，但將綠色創新與實體經濟結合在一起，進行分析觀察的文章尚少。為此，研究兩者之間的相互影響具有重要的現實意義。特別是將發明專利授權項和實用新型專利授權數量分離開，放在一個框架下進行研究，有一定的創新性。

1? 理論分析與研究假設

綠色科技創新是一個綜合的創新系統，在資源有限的前提下綠色科技創新的目標就是實現資源的高效利用和廢物排放量最小化[9]。綠色科技創新使產品生產呈現報酬遞增特征，對經濟增長發揮持續引擎作用[10]。實體經濟發展需要轉型升級，而轉型升級又需要綠色科技創新，綠色科技創新水平的提高反過來又會帶來產業集聚，實體經濟的發展。據此，提出如下假設：

假設1：綠色科技創新對實體經濟發展有顯著的正向影響。

黨的十八大以來國家一直將生態文明建設作為工作重點，各級政府紛紛出臺了不同程度的環境規制政策，在環境保護方面提出了嚴格的管理規定[11]。從我國現實的發展趨勢來看，無論是發明創造還是技術升級，如果對環境造成破壞，成果便很難轉化。只有綠色科技創新才能生產出環保產品，才能轉化為現實的生產力，不僅能帶來資源的高效利用，也能減少對環境的破壞。與此同時，綠色科技創新還能通過自身技術優勢迅速積聚資源，帶來規模的擴張，從而有效推動產業的轉型升級，促進實體經濟效率提升和實體經濟進一步增長。因此，綠色科技創新對實體經濟發展應當有顯著的正向影響。

假設2：實體經濟發展對綠色科技創新有顯著的正向影響。

實體經濟發展為綠色科技創新提供了物質基礎和基本保障。綠色科技創新的發展需要大量科研經費的投入，離不開資金的支撐，資金除了來源于國家的財政支持以外，在很大層面上它的內在動力來源于實體經濟，實體經濟有現實趨勢，綠色科技創新才有原動力，才能保證足夠的經費投入以促進它的發展。同時，當實體經濟高速發展時，資金和人才在這個過程中也會迅速積累，形成經濟總量擴張帶動綠色科技創新成果和綠色科技創新資源不斷增加的良性機制。因此，實體經濟發展應當對綠色科技創新有顯著的正向影響。

2? 模型設定和數據說明

2.1? 模型設定

向量自回歸（VAR）模型是由多元時間序列變量組成，是用內生變量對全部內生變量的滯后期進行回歸，從而可以利用模型檢驗全部內生變量間的動態關系。本文主要運用VAR模型來分析科技創新對經濟發展的影響，滯后期為P階的VAR（p）模型的矩陣表達形式為：

（t=1，2…n） （1）

在上式中，YT為k維內生變量向量，XT為d維外生變量向量，ET是k維隨機干擾項，p是滯后階數，n為樣本個數。

2.2? 變量選取

（1）被解釋變量：實體經濟發展。有關學者指出，實體經濟就是那些在直接創造社會財富基礎上產生的增值活動[12]。根據實體經濟的概念和含義，本文借鑒張林等的方法，選擇剔除金融業和房地產業之后的各行業生產總值來代替實體經濟發展狀況[13]。

（2）解釋變量：綠色科技創新。國內關于綠色科技創新的度量差異很大，基于數據的可得性和研究需要，本文借鑒賈軍等研究提出的觀點，以發明專利授權和實用新型專利授權數量來刻畫綠色科技創新水平[14]。

2.3? 數據來源

本文以湖北省為例，研究綠色科技創新對實體經濟的影響。依據可得性原則，通過查閱國家統計局網站和《湖北統計年鑒》，獲得1990-2017年綠色科技創新和實體經濟發展相關數據。為了研究方便，將發明專利授權標記為自變量X1;將實用新型專利授權數量標記為自變量X2;將實體經濟發展標記為Y作為因變量，建立VAR向量自回歸模型進行量化分析。為了降低數據的波動性和異方差性，對各指標取自然對數，記為Log（X1）、Log（X2）和Log（Y），采用Eviews8.0軟件對相關數據進行分析。

2.4? 樣本統計描述

運用軟件Eviews8.0計算出發明專利授權（X1）、實用新型專利授權數量（X2）、實體經濟發展（Y）及其自然對數的平均值、中位數、最大值、最小值、標準差等統計性質，具體結果見表1。

3? 實證分析

3.1? 平穩性檢驗

Log（X1）、Log（X2）、Log（Y）序列均屬于時間序列的經濟變量，針對VAR模型可能出現偽回歸，需要對各變量的平穩性進行檢驗，以提高模型分析的科學性和有效性。本文將運用單位根檢驗方法來判斷模型的平穩性，檢驗結果見表2。

由表2的單位根檢驗結果可知，在一階差分前，時間序列Log（X1）和Log（X2）的ADF值均大于顯著性水平的臨界值，說明存在單位根，時間序列不平穩。一階差分后得到△Log（X1）、△Log（X2）以及△Log（Y）的ADF值均小于5%顯著性水平的臨界值，說明經過一階差分處理后，所選擇的變量均已處于平穩狀態。

3.2? 協整檢驗

鑒于時間序列Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）在一階差分后均平穩，它們之間可能存在協整關系，為此，本文將選擇Johansen檢驗方法，對時間序列Log（X）、Log（X2）和Log（Y）進行協整檢驗，檢驗結果如表3所示。

協整檢驗結果顯示，Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）之間存在唯一的協整方程：

Log（Y）= 0.507780Log（X1）+0.025556Log（X2）+5.569230

（0.13642）? ? ? ? ? ? （0.19234）? ? ? ? ? ?（2）

由以上方程可看出，Log（Y）和Log（X1）、Log（X2）之間存在顯著協整關系。就長期而言，經濟發展水平會隨著發明專利授權項和實用新型專利授權數量的增加而提高。

3.3? Granger因果檢驗

由于都是一階單整序列，并且存在協整關系，協整檢驗證明了Log（Y）和Log（X1）、Log（X2）之間存在長期均衡關系，為了進一步判斷發明專利授權項和實用新型專利授權數量和經濟發展之間的關系，對時間序列Log（Y）和Log（X1）、Log（X2）進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果見表4。

由表4可知，發明專利授權項不是經濟發展影響因素，其概率P值等于0.0109，小于臨界值0.5，拒絕原假設，說明發明專利授權項是經濟發展的格蘭杰原因;經濟發展不是發明專利授權項的影響因素，其概率P值等于0.0465，小于臨界值0.05，證明原假設不成立，說明經濟發展是發明專利授權項的格蘭杰原因。新型專利授權數量不是經濟發展的影響因素，其概率P值等于0.0791，小于臨界值0.1，拒絕原假設，說明新型專利授權數量是經濟發展的格蘭杰原因;經濟發展不是新型專利授權數量的影響因素，其概率P值等于0.2462，大于臨界值0.1，接受原假設，說明經濟發展不是新型專利授權數量的格蘭杰原因。

3.4? 模型構建

（1） 模型滯后階數選取

因時間序列Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）一階差分后平穩且存在著顯著的協整關系，可以進一步做VAR模型。結合表5可以看到，滯后2期各檢驗指標中帶*號的有5個，優勢明顯，由此判斷本文VAR模型的最佳滯后階數為2。據此，構建以發明專利授權項（X1）、新型專利授權數量（X2）和實體經濟發展（Y）為變量的二元結構VAR模型。

（2） 模型平穩性檢驗

針對VAR模型可能出現偽回歸，為了使模型分析結果更加準確和科學，需要對變量進行平穩性檢驗。本文運用AR根來檢驗模型的平穩性，檢驗結果見圖2。通過檢驗發現VAR（2）模型對應特征方程的所有根均在單位圓以內，說明模型穩定性較好，模型構建科學。

根據軟件計算結果，寫出VAR（2）模型估計結果矩陣：

計量結果顯示，VAR（2）模型能夠通過F 檢驗、T 檢驗、AIC和Schwarz SC 檢驗，其擬合優度R2及調整后的R2值均大于0.90，遠遠大于0.80 的經驗值，模型擬合效果較為理想;而且也通過了模型結構穩定性檢驗，證明模型構建客觀合理。

（3）脈沖響應函數

脈沖響應函數分析方法可以用來描述一個內生變量對由誤差項所帶來的沖擊的反應。圖3顯示了VAR（2）模型的脈沖響應變化軌跡，圖中縱軸代表響應數值，橫軸代表不同的年份變化，實線顯示的是脈沖響應函數的變化曲線，虛線顯示上下兩個標準差波動的范圍，變化的時間設定為20 年。

由Log（Y）對Log（X1）的脈沖響應函數可知，當在第1期給發明專利授權項施加一個正向沖擊后，經濟發展的脈沖響應值為0，隨后其脈沖響應值開始顯著上升，在第8期達到最大值，隨后開始下降，并在第12期開始保持平穩態勢，整個過程始終處于X軸上方，意味著在較長時間內發明專利授權項對經濟發展存在著顯著的正向沖擊。由Log（Y）對Log（X2）的脈沖響應函數可知，當在第1期給新型專利授權數量施加一個正向沖擊以后，經濟發展的脈沖值為0，隨后逐漸上升，并在第3期達到最大值，從第4期開始逐漸下降，直到第10期開始保持平穩態勢，且第四期的脈沖響應值為0，從第4期開始脈沖響應值始終處于X軸下方，說明開始時，新型專利授權數量對實體經濟發展有正向沖擊作用，后來對實體經濟有負向沖擊作用，表現為對實體經濟的抑制作用。這是因為近年來政府以及社會公眾對于綠色環保意識越來越強烈，綠色科技創新會給那些落后的、非綠色產業予以沖擊，那些對環境危害大的產業逐漸被淘汰。而綠色創新產業還處于發展階段，還未來得及推廣普及，因此會造成實體經濟增長減弱。

（4）方差分解

通過對Log（Y）作方差分解可知，從橫向發展來看，實體經濟發展主要得益于的貢獻，貢獻率達到46.39%以上，而來自于Log（X2）對實體經濟發展的貢獻率從第3期開始便弱于Log（x1）對實體經濟發展的貢獻率;從縱向發展來看，隨著時間的推移，實體經濟發展對自身的貢獻率逐年減少，而Log（x1）對實體經濟發展的貢獻率增加的比較快，從第9期開始貢獻率便達到46.39%以上，Log（X2）的貢獻率逐年增加，增長速率相對較慢，在第20期達到13.28%以上。這說明，科技創新是湖北省經濟發展的重要因素，對湖北省經濟的發展有重要貢獻。

4? 結論與建議

4.1? 結論

（1）發明專利授權項、新型專利授權數量與經濟發展存在正向協整關系。實證結果顯示，Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）存在正向協整關系，也就是說，綠色科技創新水平越高，經濟發展水平越高;經濟發展水平越高，綠色科技創新能力越強。

（2）發明專利授權項對實體經濟發展有長期的正向沖擊，新型專利授權數量對實體經濟發展先有正向沖擊作用，后又逐漸減弱并轉為負向沖擊作用。脈沖響應函數顯示，實體經濟發展對發明專利授權項的脈沖響應值先增加后減少，且始終處于X軸上方，對實體經濟發展有正向沖擊作用。實體經濟發展對新型專利授權數量的脈沖響應值先增加后減少，并從第4期以后處于X軸下方，對實體經濟發展由正向沖擊作用變為反向沖擊作用。

（3）發明專利授權項和新型專利授權數量對實體經濟發展具有滯后性。方差分解顯示，發明專利授權項和新型專利授權數量對實體經濟發展的貢獻率從第二期才開始顯現。同時，發明專利授權項對實體經濟發展的貢獻率明顯要大于新型專利授權數量對于實體經濟發展的貢獻率。

4.2? 建議

（1）加大綠色科技創新投入，創新綠色科技投入機制。科技投入是科技發展的保障，只有足夠的科研經費投入，才能保障科技活動的高效運行。一方面政府應繼續加大科研經費的投入，同時引導和激勵企業和個人進行科技投資，使他們成為科技投資的主體。另一方面應創新融資方式，改革創新科技投入機制，解決科技投資融資難的問題。

（2）加大實體經濟扶持力度，引導實體經濟綠色發展。首先應建立科技金融服務平臺，強化科技金融服務體系的建設[15]，對于應用綠色科技創新的企業要納入科技金融服務體系給予支持。同時政府應實行稅收減免政策，在金融支持上予以適當的松懈，給予綠色創新企業一個成長期，在這個成長期內使綠色創新企業迅速成長。通過綜合性因素推動實體經濟對于綠色科技創新的應用，使實體經濟在運用綠色科技創新的過程中實現綠色發展。

（3）推動綠色創新技術運用，降低綠色創新投資風險。一方面政府及相關部門要加強對實體經濟運用綠色科技創新的鼓勵與引導，要認識到綠色科技創新對實體經濟一定會產生積極影響，但這種積極影響需要一定的時間來顯現，要引導企業正確認識這種經濟規律。另一方面應發揮財政支持綠色科技創新的重要作用，綜合運用股權投資、風險補償、貸款貼息、政府和社會資本合作（PPP）等方式，支持市場導向明確的綠色科技創新活動[16]，減少企業對于綠色科技創新活動的投資風險。

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Dynamic Interaction Analysis of the Impact of Green Science and Technology Innovation on the Development of Real Economy

——Taking Hubei Province as an example

Zhuo Zhiheng，Hou Yuqiao，Wang Fayuan

（1 Economics & Management School of Yang Tze University? Jingzhou Hubei? 4340232 ;

Research Institute of Yangtze River Economic Zone Development of Yang Tze University? ?Jingzhou Hubei 434023）

Abstract：Based on the data of Hubei province from 1990 to 2017， this paper USES VAR model to analyze the dynamic interaction between green technology innovation and real economy development.The results show that there is a positive co-integration relationship between the invention patent authorization， the number of new patent licenses and economic development; the invention patent authorization has a long-term positive impact on the development of the real economy， and the number of new patent grants has a positive impact on the development of the real economy. Then it gradually weakens and turns into a reverse shock effect; the number of invention patent grants and new patent grants has a time lag for the development of the real economy. Therefore， we should increase investment in green technology innovation， innovate green technology investment mechanism; increase the support of the real economy， guide the green development of the real economy; promote the use of green innovation technology， and reduce the risk of green innovation investment.

Keywords： Green Technology Innovation; Real Economy Development; VAR model